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外商直接投资相关理论范文1
一、外商直接投资对中国经济增长实证研究的文献回顾
FDI与经济增长之间的关系在传统的观念里，FDI被认为是最受欢迎的外来资本流动方式，通常认为通过先进技术和管理知识的传播，FDI会给东道国经济带来正的外部性，比如高额的研发支出、规模经济、更好的公司治理、增强竞争、基于知识的资产转移以及促进国内储蓄等（英国经济学家梅尔，1995）。 世界银行（1998）认为FDI可以通过技术转移、挤入国内投资等方式来促进东道国经济的增长，并且如果伴随着以良好的国内政策和更大的对外开放度的话，这些诱导经济增长的因素给东道国所带来的好处会更多。与此同时，经济增长也有利于吸引FDI，美国经济学家德斯卡特和瑞特（2000）认为流入发展中国家的FDI是为了在全球范围内扩张市场以及寻求比在工业化国家投资更高的长期收益率，因此，发展中国家的经济增长率对流入该国的FDI具有显著正向影响。英国经济学家爱德华兹（1991）的研究也表明国内经济基本面与FDI存在很强的相关性，同样资本外逃也与国内经济基本面密切相关（美国经济学家克鲁格曼，1988）。
二、外国直接投资对中国经济增长的实证分析
1、数据的选取
本文选取中国1985―2009年国内生产总值（GDP）和外商直接投资（FDI）的数据《中国统计年鉴》（2010年版）。外商直接投资额以实际利用外资额为准，并以当年的汇率（汇率选取当年汇率的加权平均数）折算成人民币计算。
2、外商直接投资与经济增长的相关关系检验
新古典经济增长模型中，经济的长期增长来源于技术进步和劳动增长，这两个因素都被认为是外生的，外商直接投资对促进产出增长仅仅具有短期效果。随着内生经济增长理论的诞生，经济学家开始研究外商直接投资促进经济长期增长的传导机制。英国经济学家邓宁通过对国际投资分布的研究指出：一个国家吸引外商直接投资量的大小与他的经济发展水平呈正相关。一个地区能否持续吸引外商直接投资，关键在于该地区的经济发展水平、经济发展活力等因素，其中东道国经济增长速度是影响外商直接投资流入的决定性因素。外商直接投资相关的产出外溢，将导致东道国产出收益的增加，有利于东道国国内技术水平的提高和生产力的发展。
上述理论分析表明，理论学派对外商直接投资的增加能够促进经济增长有着共识，而对于经济增长能否引起更多的外商直接投资流入却说法不一。下面从实证角度来分析FDI与GDP是否存在相关关系。
本文选取1985―2009年的FDI和GDP的数据，运用Eviews进行了相关系数分析。从表1中可以得到变量GDP和变量FDI之间的相关系数为0.9345>0.8，故变量GDP与FDI之间高度正相关相关。
3、外商直接投资与经济增长之间的因果关系检验
相关系数说明FDI与GDP之间存在着高度相关关系，但是相关关系不能说明外商直接投资与经济增长两者到底是谁引起谁增长，或者两者互相影响，为了进一步了解两者之间的关系，本文进行了因果关系检验。本文采用Granger的因果关系检验方法。采用1985―2009年数据对GDP与FDI之间的因果关系进行检验，并使用Eviews软件进行统计分析。因果关系模型中的滞后期数取2、3、4。表2给出了Granger因果关系的检验结果。
从表2我们可以观察到：滞后期数取2时，P＝0.17958＞0.05，滞后期数取3时，P＝0.10329＞0.05，接受原假设，因此FDI与GDP不存在着双向的因果关系；而当滞后期数取4时，P＝0.03382＜0.05，拒绝原假设，FDI是GDP的Granger原因，也就是说FDI流入量的增加能引起GDP的增长。但滞后期取2、3、4时，其对应的P值均大于0.05，也就是说GDP不是FDI的Granger原因，GDP的增长不能吸引更多的FDI流入，所以我们可以在相当大的概率程度上认为FDI流入量的增加引起GDP的增长的因果性较强。
结合中国当前实际情况分析，从1982年开始吸收外商直接投资，中国的经济增长经历了一段迅猛发展的时期，1992年GDP增长率甚至达到了141.2%，可以说外商直接投资对中国的经济增长起到了相当大的作用。外商直接投资的主体大多是规模很大的跨国公司，他们在中国进行投资的同时也带来了先进的技术、管理经验，既带动了国内民族工业的发展，也极大地促进了出口。综上可以认为外商直接投资的流入促进了中国的经济增长。当然影响外商直接投资的流入的因素除了经济增长外，政策性因素也是相当重要的。
4、外商直接投资与经济增长的回归分析
上面已经详细地分析了外商直接投资与我国经济增长有着相互推动的作用，它们之间不但存在高度相关关系，而且还存在着因果关系。对1985―2009年外商直接投资和经济增长的数据运用Eviews进行回归分析，假设FDI为X（自变量）；GDP为Y（因变量）。表3就是分析计算结果。
结果说明：其一，显示决定系数R2=0.8733，调整决定系数=0.8666。决定系数代表了回归模型的拟合优度，模型的决定系数很高，拟合了86.66%的原始数据，说明这个模型具有比较好的现实使用效果。其二，检验统计量F=130.9011，检验P=0.0000
可得一元线性回归方程:Y=5501.315+26.1437X，方程的意义：没有外商直接投资时，GDP有5501.315亿元，这说明影响经济增长的因素有很多，外商直接投资对经济增长的作用并不是唯一，还有其他许多因素共同影响我国经济增长。外商直接投资每增加1亿元，我国的GDP就增加26.1437亿元，可以看出外商直接投资对我国经济增长的拉动作用非常巨大，这也是我国政府长期来鼓励外商直接投资、甚至给予很大的政策和税收优惠的原因。
三、结论及政策建议
上面的实证分析表明，外商直接投资对我国经济增长的影响是显著的。两者存在高度相关关系，Granger因果关系检验也验证了外商直接投资与经济增长之间正向的因果关系，即随着外商直接投资流入量的增加，国内生产总值也相应增长。线性回归方程的建立，更好地说明了这一点。FDI的大量涌入，在一定程度上地促进了中国经济诸多方面的发展。从现有情况看，FDI在中国还有很大的发展空间。随着中国市场化程度的提高和经济环境的改善，外商直接投资必然还会在今后较长时间里对中国经济增长继续发挥强大的促进作用。针对此情况，我们可以采取以下措施。
1、把握机遇，大力引进跨国公司地区总部
跨国并购是20世纪90年代以来国际资本流动的主要方式和跨国公司发展壮大、实施全球扩张的重要途径。统计数据显示，自1995年至今，跨国并购的比重逐年提高，已经成为外商直接投资的主要方式。2000年全球直接投资10000亿美元，其中以并购方式进行的有8000亿美元，占总额的80%。然而1999年我国吸引外资总额中跨国并购只有22亿美元，仅占5%。因此我国应积极改进引资方式，以适应跨国公司的全球并购浪潮。我国应充分利用全球产业结构调整机遇，认真学习新加坡的发展经验，提升我国在亚洲产业布局中的地位，利用好中国―东盟自由贸易区的投资转移效应，积极吸引跨国公司地区总部、研究中心向中国转移，使北京或上海等有条件的城市成为世界级跨国公司在亚洲的管理与研发中心。
2、转换政府职能，建立与世界接轨的规范市场及法律体系
首先，要加快政府机构的改革，尽快转换政府职能。转变政府干预经济的方式，清理具有计划经济特征的行政审批制度，清除妨碍市场效率的行政垄断和地方保护主义，为发挥市场机制在资源配置中的基础作用扫清体制。其次，在未来各国引资竞争日趋激烈的国际环境下，我国应建立和完善与市场开放及贸易投资活动市场化相适应的宏观调控体系，要加大对市场经济秩序的整治力度，优化投资环境，健全法律法规，努力实现公开、公平、公正的市场竞争，推动全国统一市场的形成，以及监督机制的透明化、制度化。形成一套符合国际惯例的市场管理体系，以增强外国投资者的信心。外商投资成本和投资风险将大幅下降，我国对外商投资的吸引力就会增强。
3、培育吸引外商直接投资的配套产业群
波特的国家竞争优势理论认为，一个国家要取得竞争优势的必要条件之一是要有完善的相关和支持产业。同样地，一国要取得FDI的区位优势，也要有配套的相关和支持产业为FDI提供上、下游服务。跨国公司的全球战略要求其在世界范围内选择生产成本最低的生产地点，这就需要东道国有配套产业满足其质量、时间需求。同时我国建立自己的FDI配套产业，可以使国内众多中小企业加入跨国公司的全球生产链，从而更好地融入世界市场，提高竞争能力。
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外商直接投资相关理论范文2
关键词：对外直接投资；协整检验；误差修正模型
改革开放以来，浙江对外贸易发展迅速，进出口总额从1978年的0.7亿美元增加到2005年的1073.91亿美元，年均增长31.2%，高出全国同期年均增长速度14.2个百分点。尽管浙江对外直接投资与对外贸易相比仍有较大差距，但在政府实施“走出去”战略之后迅速增长，对外直接投资额从1989年的499万美元增加到2005年的17000万美元，处于全国领先水平。可见，浙江的对外直接投资与进出口贸易都呈现不断增长的态势。为了衡量对外直接投资对进出口贸易的影响，有必要进行相应的实证分析。在国内，有关外商直接投资与中国对外贸易关系的研究已经取得了不少成果，但对于我国对外直接投资与对外贸易之间关系的研究却很少，实证研究尤其是具体到某一省份的实证研究就更少。究其原因，主要是我国的企业开展对外直接投资的时间较短，对外直接投资的数量少，占GDP和进出口的比重都不大，对中国经济的影响尚不显著。随着我国对外开放程度的不断深化和经济实力的增强，对外直接投资对我国经济，尤其是对进出口贸易的影响会进一步凸现，研究这一经济现象无疑具有重要的现实意义。
一、文献回顾
迄今为止，虽然对各国对外贸易与对外直接投资关系的研究为数众多，但众多的理论分析所得出的代表性结论只有二个：一是以芒德尔为代表的相互替代关系理论(Mundell,1957)；二是以小岛清(1987)为代表的相互补充关系理论。芒德尔于1957年提出了著名的贸易与投资替代模型。芒德尔认为，由于受贸易保护主义的影响，一国的对外贸易常常遇到难以逾越的障碍，而对外直接投资可以有效地避开贸易壁垒，成为对外贸易的替代物，从而也就出现了“贸易替代型对外直接投资”。而小岛清的互补模型则认为，国际直接投资并不是对国际贸易的简单替代，而是存在着一定程度上的互补关系：在许多情况下，国际直接投资也可以创造和扩大对外贸易。小岛清模型的基本含义是：在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，一国对另一国的直接投资可以扩大对方的生产可能性边界，改变双方的比较优劣势的态势，从而直接创造了对外贸易。无论是芒德尔的替代模型，还是小岛清的互补模型，都是从传统理论的分析框架上衍生出来的，并没有经过实证的检验。这既有统计数据残缺不全的限制，也有统计方法与工具上的瓶颈。
从总体上看，对外直接投资与投资国对外贸易之间的互补性要大于替代性，为数不少的经验统计显示，贸易与直接投资是相互促进、相互补充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依据日本、美国、瑞士的统计数据，研究了这些发达国家对外直接投资对母国出口贸易的影响。研究结果表明，发达国家的对外直接投资对同行业的国际贸易更多地显示的是正面的积极影响。Markuson(1983)和Svensson(1984)对要素流动和商品贸易之间的相互关系做了进一步的分析,指出它们之间表现为替代性还是互补性,依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作的”，如果两者是合作的,那么，贸易和投资表现为互补关系，如果两者是非合作的,那么，贸易和投资表现为替代关系。以上主要是对发达国家国际贸易与对外直接投资关系的理论分析,而对于有其自身特点的发展中国家的对外直接投资和国际贸易关系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)对印度进行的分析，研究结果表明，对外直接投资对贸易既有积极影响又有消极影响。
上述结论的差异表明，在对外直接投资与对外贸易之间并不存在清晰的替代或互补关系，且这些研究大多数是针对发达国家，对于处在转型经济的中国来说意义甚微。由于国内对对外直接投资与对外贸易关系的实证研究甚少，而具体到某一省份对两者关系的研究更鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。本文基于浙江省的历年统计数据，采用协整分析方法，分析对外直接投资对国际贸易的影响，研究两者之间的长期均衡关系，并在此基础上，建立误差修正模型，研究两者之间的短期均衡关系。
二、实证分析
（一）数据选取
由于浙江省对外直接投资起步较晚，加之统计数据并不完善，样本仅设定在1989－2005年之间。本文选取浙江年鉴和2005年浙江省国民经济和社会发展统计公报中的对外直接投资额（CFDI）衡量对外直接投资量，以外商直接投资（FFDI）衡量外商对浙江省直接投资量，以出口额（EX）、进口额（IM）来衡量对外贸易。蔡锐和刘泉(2004)认为,FFDI在中国发挥作用时，中国的吸收能力存在时滞问题,同理,浙江省对外直接投资的效应也可能存在时滞问题。所以本文在模型中加入了到上一年度为止累计的浙江省内外向对外直接投资值总和(ACFDI、AFFDI)。同时浙江省经济增长较快,其影响不容忽视,于是引入变量“浙江省生产总值指数（GDP）”来度量浙江省经济规模和经济增长。
（二）时间序列的平稳性检验
在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验，其结果见表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分别在1%、5%、10%的显著性水平上通过了平稳性检验，表明这些变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。LnEX和LnIM在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验，而其差分后的两个变量在5%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明该变量也是一阶单整。对LnFFDI进行二阶差分后，在5%的显著性水平上通过平稳性检验，即二阶单整。
综上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均为二阶单整序列。依据协整理论，对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说，可以进行协整检验，分析它们之间的协整关系。
（三）协整检验
近年来，不少国内外研究对外直接投资与对外贸易关系的文献均重视对外直接投资对出口的拉动作用，着重分析两者直接的相互影响关系，得到出口贸易与对外直接投资有长期均衡关系而进口与对外直接投资没有长期稳定关系（张如庆,2005）。其研究的重点只放在对外直接投资对出口贸易的作用上，低估甚至忽视了对外直接投资对进口贸易的滞后推动作用。因此，本文为避免忽视进口的作用，首先单独分析浙江省对外直接投资及其滞后因素、外商直接投资及其滞后因素与出口、进口之间的关系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）
综合考察这些变量之间的协整关系,并依据DW值与t值，运用向后回归法进一步筛选可以被替代的变量，删除t值不显著变量，同时消除模型中的多重共线性和自相关。
对浙江省对外直接投资、外商直接投资（解释变量）与出口额、进口额（被解释变量）做OLS回归分析，结果见表3。其残差序列平稳性检验结果如表4所示。
回归方程(1)表示LnEX与LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系；回归方程(2)表示LnIM与LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系。根据表3与表4结果，可以得出如下结论：
浙江省对外直接投资额、外商直接投资额对出口总额、进口总额的作用较显著，模型拟合优度较高，且不存在序列相关与异方差。模型估计式(1)、(2)的残差序列为平稳性，变量lnEX、lnIM与lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之间存在协整关系，即浙江省对外直接投资、外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。
由回归方程(1)可知，CFDI每增长1%，EX将增长0.0709%；FFDI每增长1%，EX将增长2.5622%；AFFDI每增长1%，EX将减少0.312821%；GDP每增长1%，EX将增长2.2407%。原因在于浙江省的对外直接投资(CFDI)起步较晚，相对于外商直接投资(FFDI)来说总量较少，所以对出口的贡献程度没有外商直接投资来得明显，但由回归结果可知，对外直接投资已经对出口贸易产生了正向影响，即通过对外直接投资，带动了浙江省出口贸易的发展；从短期来看，当年外商直接投资对出口贸易产生正向影响，而从长期来看却对浙江省出口贸易产生负面的影响，与一般看法和直接统计结果相反。这从一个侧面反映了外商直接投资中跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显，市场导向型外商直接投资与出口贸易的替代作用将逐步显现。
由回归方程(2)可知，CFDI每增长1%，IM将增长0.054923%；AFFDI每增长1%，IM将减少0.241292%；GDP每增长1%，IM将增长2.333%。同理，浙江省的对外直接投资(CFDI)对进口的贡献程度也没有外商直接投资来得明显，但由回归方程可知，浙江省对外直接投资导致了进口的增长,说明对外直接投资中为了获得自然资源、技术与管理经验的投资对浙江省进口贸易有一定的促进作用，符合浙江省自然资源相对缺乏、原材料稀少的实情，从而带动了浙江省进口贸易的发展；而外商直接投资对浙江省进口贸易产生负面的影响，说明更多的外商在浙江省实现了生产和销售的本土化,需要进口的原料更多地来自本土,从国外的进口减少了。
（四）误差修正模型
误差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一种具有特殊形式的计量经济模型，成为协整分析的一个延伸。若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。
由协整检验可以知道浙江对外直接投资额、外商直接投资额、浙江省生产总指数与进、出口贸易之间存在着惟一的协整关系，因此可对各模型分别建立误差修正模型，结果如下：
lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1
t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）
lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1
t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）
在误差修正模型(3)中，协整关系对EX的增长起到了反向修正作用，当超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，则误差修正作用降低了当期EX(弹性系数为-1.062)，EX的动态调整过程具有一定稳定性，而且误差修正模型ECM项对应t值较高，说明浙江对外直接投资、外商直接投资与出口贸易之间短期比较稳定。
在误差修正模型(4)中，协整关系对IM的增长也起到了反向修正作用，当IM超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，修正作用也降低了当期IM(弹性系数为-1.115)。IM的动态调整过程具有稳定性，这体现着短期内浙江对外直接投资、外商直接投资与进口贸易的稳定关系。
三、结论与建议
通过浙江对外直接投资额CFDI、外商直接投资额FFDI、生产总指数GDP与进口贸易额、出口贸易额之间的协整检验，并在此基础上建立误差修正模型来分析对外直接投资与进口增长、出口增长之间的关系，可得出以下结论：
（1）从长期关系看，CFDI、FFDI、GDP与出口贸易之间存在惟一的协整关系。浙江省对外直接投资对出口贸易产生促进作用，两者之间存在较强的互补关系。究其原因，在浙江省加大对外直接投资规模的若干年内,对外直接投资在浙江省已经逐渐转型,从追求人力资源优势的生产型投资逐步转向追求市场的市场型投资。这样的转变从长期的趋势来看是十分明显的,无疑明显影响到了浙江省出口的增长规模。同时，对外直接投资也能产生出口引致效应，即由于对外直接投资而导致的原材料、零部件或设备等出口的增加。
从前文实证分析来看，CFDI、FFDI、GDP与进口贸易之间也存在惟一的协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系。浙江省对外直接投资表现为对进口贸易增长的促进作用。究其原因，首先在于对外直接投资有利于母国原材料的进口（邱立成,1999）。浙江省经济实力虽位于全国前列，但资源极其匮乏，人均资源占有量很低，许多重要的资源，如黑色和有色金属矿产资源、森林资源等，几乎完全依赖外省或是从国外进口。因而通过对外直接投资能在国外获取自然资源、先进的技术和管理经验，而它们对进口贸易无疑有强劲的促进作用。其次，随着浙江省国际贸易地位的提高，已经或者将要遭受到越来越多的外国政府为保护本国利益所设置的关税和非关税壁垒的限制。为规避贸易壁垒而进行的对外直接投资能缓和双边经济关系，化解贸易（张如庆,2005），从而进一步促进对外贸易的发展。
纵观全局，现阶段浙江省对外直接投资额与贸易额相比,比重还很小,2005年对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.00158（注：根据2005年浙江省统计年鉴相关指标计算得出。），而世界对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.5634(注：根据2004年《世界数据报告》相关指标计算得出。）。表明浙江省的对外直接投资尚处于起步阶段。通过加快对外直接投资带动国际贸易的发展是非常必要的,也是可行的。
（2）从短期关系看，浙江省对外直接投资CFDI与出口贸易短期均衡关系显著。从误差修正模型可以看出，其中CFDI与出口贸易的关系存在着一个由短期向长期均衡调整的机制，且t值显著,证明了对外直接投资能促进母国出口贸易（邱立成,1999）。浙江省对外直接投资可以说经历了一个从无到有、从限制到鼓励的发展历程(齐晓华,2004)。由于其规模太小,对进出口的影响还不及外商直接投资FFDI来得大。但据权威研究报告预测（王亚平，2004），“十一五”期间我国对外直接投资将进一步扩大。浙江省作为全国经济强省也首当其冲，必然大幅提高对外直接投资额。随着浙江省对外直接投资金额的进一步增大，对外直接投资与出口贸易直接的正相关关系将逐渐增强。
本文实证表明，浙江省CFDI与进口贸易也存在短期均衡关系显著，CFDI与进口贸易的关系也存在着一个由短期向长期均衡调整的机制。相比之下，CFDI对进口贸易的短期调整作用更强。
从浙江省当前贸易战略出发,政府相关部门有必要充分重视对外直接投资的作用，对能产生进出口贸易互补、创造效应的对外直接投资给予各种政策优惠,从而鼓励企业积极“走出去”进行对外直接投资。以往政府有关对外直接投资政策的制定大多涉及与对外直接投资有关的贸易措施,而并不直接制定与贸易有关的对外直接投资政策。我们必须跳出这种思维模式，直接制定切实可行的对外直接投资政策,使浙江省企业步入国际化发展阶段,逐步建立自己的跨国公司,提升产业结构。
对企业界而言，加入WT0后,国内市场上国内外企业的竞争日趋激烈,如果只是固守本地市场而放弃进入国际市场,那么其国内市场份额势必逐渐被吞食。在世界经济一体化的大背景下，浙江省企业必须增强国际竞争意识,积极“走出去”,进行对外直接投资，进一步拓宽企业的生存空间，增强企业的国际竞争力，以投资促进贸易，为国际贸易的发展注入新的血液，在国际竞争中掌握主动权。
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外商直接投资相关理论范文3
[关键词]层次分析法;区位优势;政治环境;商务环境;经济环境
[中图分类号]F831.6 [文献标识码]A [文章编号]1005-6432(2010)45-0152-03
1 引 言
随着跨国公司的对外直接投资活动的日益频繁,跨国公司在当今世界经济中发挥着巨大的作用。FDI成为了解经济增长的重要变量,它除在弥补资本缺口、提高投资质量之外,还通过产业结构升级和技术进步、就业创造和贸易扩展等多种渠道作用于经济增长。然而,并不是所有的对外直接投资活动都是成功的,对外直接投资获得成功的条件又有哪些呢?本文将从区位优势出发,使用AHP分析法,例证跨国公司如何进行投资区位决策。
2 区位优势简介及相关研究
学者们在实证和理论方面对外商直接投资进行了诸多的研究。在关于国际直接投资的众多理论中,邓宁的国际生产折中理论独树一帜,是各种理论的集大成者。邓宁综合其他学者提出的垄断优势理论、内部化理论和区位理论,把跨国公司在国外直接投资进行国际生产的决定因素概括为所有权优势、内部化优势、区位优势三种优势。企业跨国经营的决定因素就是这三种优势,只有同时具备这三种优势时,企业才会选择对外直接投资。这三种优势是跨国公司进行跨国经营方式选择的依据和条件。
其中区位优势指的是,如果在某个国家存在这样一种情况,即直接投资生产比出口更有利或更节省,如当地的资源成本低、接近市场、税收优惠等,或者出口会受到关税壁垒和非关税壁垒的限制,而当地生产则不受此限制等,这就是区位优势。区位优势是对外直接投资的充分条件。其中区位优势包括的因素有:在东道国的劳动力成本、市场需求、关税壁垒和非关税壁垒以及政府政策。
不同地区的区位优势是不同的,跨国公司在进行直接投资时所选择的投资区位在某种程度上决定了投资的成败。在既定的投资国内,应该怎样选择合适的投资地点是本文试图解决的问题。因此下文将运用AHP分析法,联系我国的实际情况,研究怎样决定投资区位。
3 基于AHP的分析
美国运筹学家A.L.Saaty于20世纪70年代提出的层次分析法(Analytical Hierar-chy Process,AHP),是一种定性与定量相结合的决策分析方法。它是一种将决策者对复杂系统的决策思维过程模型化、数量化的过程。应用这种方法,决策者通过将复杂问题分解为若干层次和若干因素,在各因素之间进行简单的比较和计算,就可以得出不同方案的权重,为最佳方案的选择提供依据。
3.1 设计影响外商直接投资区位优势的因素的层级结构
外商在进行直接投资的区位决定时,要综合考虑很多因素,参照AHP的原理,我们首先设计出各因素的层级结构。
上述的评价指标中的各项有各自的经济内涵。
(1)政治环境:主要指经济、政治和社会稳定,有关外资进入的相关法律规定、政府对外商直接投资的政策方针及政府机关的效率。稳定的政治、经济环境是外商直接投资的必要条件,政府的高效能给FDI的进入提供很多便利,也能在一定程度上降低寻租成本。
政治环境包括投资鼓励措施和政府效率。
(2)商务环境:集聚经济因素对FDI决策的重要性已越来越受到关注。集聚经济是指因经济活动和相关生产设施的区域集中而形成的正外部性以及规模和范围经济。产业的空间集聚不仅会带来产业的自然优势,而且会带来技术溢出等外在优势,对跨国公司的直接投资具有较强的吸引力。
外商在进行直接投资的区位决定时,还会把交通运输、通信等基础设施和配套服务纳入考虑范围。
商务环境包括FDI存量和基础设施及配套服务。
(3)经济环境:这是进行FDI最着重考虑的因素。投资地当地的市场潜力、购买力水平、工资水平和低成本投入品等都会对投资决定产生一定的影响。
经济环境可以概括为市场增长率、市场规模、劳动力成本、规模经济、低成本投入品5项。
(4)自然环境:有的投资者喜欢在毗邻本国或离本国较近的国家进行投资,因此地理是否临近对有些投资者来说是比较重要的影响因素。
自然环境可以简单的抽象为地理临近性。
(5)社会环境:投资地当地的文化对投资的成功与否存在一定的影响,如果投资地当地文化与跨国企业文化相差太多,可能会导致投资的失败,因此文化融合性也是参考因素之一。
社会环境可以概况为文化融合性。
3.2 外商直接投资的类型不同,对各个因素的评价不同
(1)资源寻求型:在这类外商直接投资中,跨国公司看中的是东道国的自然资源,包括无技术和低技术的劳动的可获得性和低廉的成本。为了实现规模经济或者降低成本这些跨国公司往往设立在这些资源的聚集地,故资源寻求型的外商直接投资看重的是劳动力成本和低投入品的可获性。
(2)市场寻求型:此类FDI更加注重东道国巨大的市场容量,消费者的购买能力,以及该市场今后的发展潜力。市场寻求型的FDI往往是作为母国的出口的替代形式出现的,其所生产的产品是母国相对于东道国具有比较优势的产品。对于作为东道国的发展中国家而言,这些产品无论是在技术含量还是在质量上要更为高级。当跨国公司在东道国进行市场寻求型投资时,往往更关注市场增长率和市场规模。
4 AHP模型的设计
4.1 采用层次分析法,确定各项指标的权重
首先,根据专家评分可以得到包含P1、P2、P3、P4、P5的判断矩阵B:
从得分情况来看,丙地是最佳的投资地点。
6 结 论
在竞争日益激烈的现今,跨国公司想要生存壮大,实现自己的全球化战略面临更多的挑战。跨国公司的对外直接投资需要综合考虑多方面的因素,在其中的区位因素中,东道国政治、经济、自然环境、文化等各项条件都会对跨国公司的投资决策产生影响,但其影响效果不尽相同。本文从定量和定性分析相结合的分析法出发,运用AHP分析法分析各地区位的优劣,经过运算汇总,各地得分的高低能一定程度为跨国公司的选址提供建议,使得跨国公司的对外投资选址有定量的标准,提高跨国公司对外投资的成功率。
参考文献:
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外商直接投资相关理论范文4
关键词:外商直接投资(FDI) 面板数据模型
一、研究背景和意义
引资环境不同是影响外商直接投资(Foreign Direct Investment)分布差异的重要原因,弄清各种投资环境与FDI的关系,有利于政府有的放矢地改善投资环境。我国目前从地方政府角度，从地级市的层次来探讨政府引资环境对FDI的影响的文献非常少，使用全国283个地级市十年的数据来进行相关问题的研究尚无。所以本文的研究试图在一定程度上填补这方面研究的空白。
二、文献综述
国外和我国许多学者采用各种实证方法对外商直接投资进行分析，探讨在具体的同家、地区或行业中外商直接投资的影响因素。主要有： Qu、Green(1997)认为城市规模及其中心优势、集聚因素、基础设施、经济增长和政策工具对外商投资区位正相关；Coughlin(2000)研究发现职工平均工资、文盲率与FDI呈负相关，而GDP、工业劳动生产率、沿海区位与FDI呈正相关； Cheng， Kwan（2000）发现FDI具有很强的聚集效应，并且巨大的市场、良好的基础设施、经济特区政策对吸引FDI有很大的影响。许罗丹、谭卫红(2003)发现外商直接投资集聚效应明显，我国的经济水平、居民消费水平、基础设施建设水平、市场容量对FDI的影响显著。张健（2006）分析表明，东道国的市场规模、经济发展水平、劳动力成本、资本回报率、区域开放程度等因素是影响外商直接投资区位变迁的主要因素。
三、面板数据模型与分析
Panel Data分析与传统的横截面数据或时间序列数据分析方法相比，能够有效地减少解释变量出现多重共线性的可能性，从而使得参数估计结果更为可信。故我们选择面板数据模型进行分析。本文将各个影响因素进行了量化，采用了1998年到2008年的样本数据，数据均来源于《中国城市年鉴》。数据模型为：
Yit=αi+βX1it+βX2it+……+βX8it+dummy+ε
其中，Yit：fdi stock(外商直接投资存量) and fdi (外商直接投资流量); X1：averagewage（平均工资）; X2：pregdp（人均GDP）; X3 ：hospital（医疗水平）; X4：edu (教育水平) ; X5 ：telesevice（电信水平）; X6：transports（交通水平）; X7：greening（绿地覆盖率）; X8：investment（固定资产投资）; Dummy : 两税合一的虚拟变量。
在Panel Data分析中，与有效使用数据密切相关的问题是固定效应模型（Fixed Effects Model）还是随机效应模型（Random Effects Model）的判断问题。分别对面板数据进行了固定效应和随机效应的回归分析，并对该结果进行了Hausman检验，从STATA分析结果可以看出，chi2(9)分别为76.54、47.92，故我们应该拒绝原假设，即应该利用固定效应模型。
大部分解释变量的t-value都比较显著，首先，不论fdi还是fdi stock做为因变量，平均工资、人均国内生产总值、人均医院床位数、固定资产投资总额都对外商直接投资有显著影响，但是教育的影响都不显著。一些解释变量对fdi stock的影响显著，但却对fdi的影响不显著。这样的因素分别为：电信水平，交通水平，绿化水平，政策因素。大部分基础设施相关的变量对当年外商直接投资的影响都不显著，但是却对累计外商直接投资有显著影响。从而，我们可以得出结论：电信、交通、绿化设施与两税合一的政策只对外商直接的长期投入产生影响，对短期吸引外商投资并无很大影响。
通过对上述结果的分析，为了为政策建议提供清晰的理论支持，我们可以把所有的解释变量归纳为三类：对外商直接投资有显著影响的变量。主要包括：平均工资、人均国内生产总值、人均医院床位数、固定资产投资总额。仅对累计外商直接投资有显著影响，但对当年外商直接投资无显著影响的变量。主要包括：电信水平，交通水平，绿化水平，两税合一政策因素。对外商直接投资无显著影响的变量。主要指教育水平。
对于第一类变量，是所有地方政府都需要关注的变量，它是促进外商直接投资的最重要的因素；对于第二类变量，对那些已有很多外资并关注这些已有外资持续长期投资的地方政府很重要，对于那些比较落后，本来就很少外资的地方借鉴意义不大；对于第三类变量，是地方政府在考虑影响外商直接投资对策时，可以不需重视的因素。
参考文献:
[1]T.Qu&M.B.Green，Chinese Foreign Direct Investment :A Sub-national Perspective on Location[J]，Ashgate Brookfield，1997
[2] C.Coughlin& E.Segev，Foreign Investment in China: A Spatial Econometric Study，The World Economy[J]，2000(23):l-23
[3]Cheng, L. K. and Kwan, Y.K. What Are the Determinants of the Location of Foreign Direct Investment The Chinese Experience [J]. Journal of International Economics, 2000 (51), 379-400
外商直接投资相关理论范文5
关键词：外商直接投资；就业效应；实证分析
中图分类号：F74文献标识码：A文章编号：1672-3198（2013）07-0064-02
我国作为一个发展中人口大国，实现充分就业一直是政府宏观经济政策的重要目标。利用外商直接投资增加就业也是我国政府外资政策的直接目标之一。改革开放以来，外国直接投资大量涌入中国，截止2010年，我国已累计吸引外商直接投资10483.81亿美元。外商直接投资的流入增加了国内资本供给，为促进经济增长，弥补了资本要素的不足起到重要作用。
山东省作为沿海省份，凭借自身良好的区位条件和经济环境，在吸引外商投资方面一直处于全国前列。2010年山东省新批外商直接投资项目1632个，比2009年增长11.2%；新批世界500强企业投资项目36个，增长9.1%；新批总投资3000万美元以上大项目242个，增长65.8%，2010年山东省实际使用外商直接投资额为916833万美元。同时，外商投资企业创造了大量的就业岗位，1990年在外商投资企业中的从业人员仅2.5万人，在就业人员中所占比例较低，2004年增加到77万人，随着山东省招商引资力度加大，外商投资企业中的从业人员也逐年增加。山东省作为我国利用FDI的重要省份，分析该地区FDI变化对就业的影响，有助于对FDI的就业效应形成较为客观全面的认识。
1数据来源与处理
本文选取1985—2010年时序数据，数据来源山东省统计信息网历年《山东省统计年鉴》以及中华人民共和国国家统计局相关数据整理而得。
就业人数（EMP，万人）代表第二、三产业的总社会就业量，因为相对而言，山东省外商直接投资进入的领域多集中在第二、第三产业。
外商直接投资金额（FDI，万元），利用国家统计局公布的历年人民币对美元的年均汇价统一换算为人民币。同时考虑到价格因素，本文采用GDP平减指数对FDI人民币值进行缩减。其中，GDP平减指数计算方式如下：参照2011年中国统计年鉴中按可比价格计算的GDP指数，折算出以1985年为基期的历年可比GDP值，历年GDP现值计算除以历年可比GDP得到历年GDP平减指数。
为了在回归分析中消除异方差和便于分析变量间的弹性关系，对就业人数（EMP，万人）和外商直接投资金额（FDI，万元）进行对数处理，同时对数处理并不会影响数据的平稳性分析。
2实证分析及结果
2.1变量平稳性检验
对时间序列数据进行分析的前提是保证序列的平稳性，而非平稳的时间序列数据参与回归建模分析会出现伪回归的问题。因此，通过对各变量进行ADF检验，验证其平稳性。本文利用计量学软件EVIWES5.0进行检验。检验结果见表1。
第二步：对残差序列进行平稳性检验，如果残差序列是平稳的，那么就说明LNEMP和LNFDI之间具有协整关系，本文仍然采用ADF单位根检验方法，不含常数项和时间趋势项，检验结果显示。ADF绝对值都大于1%的临界值的绝对值，说明不存在单位根，是平稳序列。因此，说明LNEMP和LNFDI之间具有协整关系，山东省第二、三就业人数和外商直接投资之间存在长期的均衡关系。
2.3就业人数与外商直接投资的长期均衡关系
从以上分析可以得出，山东省第二、三就业人数和外商直接投资之间存在长期的均衡关系。但是协整方程（2）中D.W.=0.2307，表明回归残差存在序列自相关。这时，最小估计统计量仍是线性和无偏的，但却是无效的。
为了消除残差自相关，本文建立自回归分布滞后模型，试图得到就业人数与外商直接投资的长期均衡关系。
LNEMPt=3.9878+1.0878LNEMP（-1）+0.182LNEMP（-2）+0.0409LNFDI（-1）-0.0291LNFDI（-2）（3）
R2=0.9867F=352.38
采用序列相关的LM检验方法对（3）式的残差项进行检验，检验结果显示，F值的P值为0.068586，说明残差序列不存在自相关。
为得到就业人数与FDI之间的长期均衡关系，令：
LNEMPt=LNEMP（-1）=LNEMP（-2）
LNFDIt=LNFDI（-1）=LNFDI（-2）
代入方程（3）中，整理得到：
LNEMPt=14.7805+0.0437LNEMPt（4）
从方程（4）可知，长期来看，山东省FDI每增加1%，将拉动第二、三产业增加0.0437%。
2.4建立误差修正模型
山东省第二、三就业人数和外商直接投资之间存在长期的均衡关系。但为了得知它们在短期偏离长期均衡状态时的调整速度和短期弹性，本文建立误差修正模型，并得到如下估计：
ΔLNEMPt=5.5236+0.00458ΔLNFDIt+0.0218 ΔLNFDIt-2-0.06763ecmt-1（5）
从误差修正模型（5）可以得出，短期情况下，FDI的变动在当期引起就业量相同方向的变化，FDI增长1%，就能引起当期就业量0.00458%增加，滞后两期FDI增长1%，能够导致就业量0.0218%的增加。误差修正项的系数为-0.6763，符合方向修正机制，当短期波动偏离长期均衡时，将以67.63%的调整力度将非均衡状态拉加到均衡状态。
3结论及政策建议
外商直接投资与山东省第二、三产业就业人数之间表现为长期均衡关系。实证分析得知：长期来看，山东省FDI每增加1%，将拉动第二、三产业就业人数增加0.0437%。所以，外商直接投资对山东省就业有着重要的作用，应积极的鼓励引进外资。从短期来看，FDI对山东省的就业效应有滞后性，滞后两期FDI的增长能够增加的就业量大于当期增加就业量。这与理论是相符，投资增加所产生的边际收益的生命曲线是呈现U型的。
基于以上实证分析结果和山东省吸引外商直接投资的现状，本文提出了山东省提高外商直接投资就业效应的政策建议：
3.1优化环境引导外资合理布局
外商直接投资在山东省投资主要分布在沿海城市，而鲁中、鲁西地区相对较少，政府应该制定相应的倾斜政策，引导外商直接投资走向内陆城市，利用外资解决当地的就业。同时，政府应该加大投资内陆城市与沿海城市之间的基础设施，加强原材料和商品的外运能力，以吸引外资的流入。
3.2引导外资加强与本土企业的关联
外商直接投资企业内部购买投资品的原则，大大降低了外商直接投资的利用率，对本地上下游产业的带动作用极为有限，未能提供相当的就业机会。应大力扶持当地配套企业的发展，鼓励外商直接投资企业采购本地企业生产的产品，提高外商直接投资企业在本地的零部件采购率和配套率，从而创造间接就业，扩大就业规模。
参考文献
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外商直接投资相关理论范文6
[关键词]外商直接投资就业效应政府选择
一、外商直接投资企业我国就业人数：统计资料分析
充分就业是世界各国追求的宏观经济政策目标之一，因此，世界各国以及一些国际经济组织特别重视外商直接投资对就业影响的统计，依据统计数据来反映本国和世界外商直接投资企业的就业状况。据联合国贸易发展会议的《2002年世界投资报告》中统计，跨国公司在海外的分支机构的雇员大约有5400万人。这个数量与1985年的2200万人相比有了很大的提高。即便是与1998年的3600万人相比增加幅度也比较大。跨国公司在发达国家的子公司直接创造的就业比较稳定，比如1985年和1995年跨国公司在发达国家子公司直接创造的就业数量均为1500万人，到了1998年才有了一定的提高，达到1700万人；而跨国公司在发展中东道国的子公司直接创造的就业增长却非常迅速。1985年跨国公司在发展中东道国的子公司直接创造的就业数量为700万人，到了1995年这一数据变为1500万人，1998年时达到1900万人。
我国外商直接投资企业的中方从业人数，是由国家统计局每年进行统计和公布的。从国家统计局统计的资料来看，随着我国利用外商直接投资数量的不断增加，外商投资企业中的中方就业人数也是随之不断增加的。2003年末外商投资企业就业人数的863万人与1985年末的6万人相比增长了140多倍。从静态角度来看，外商投资企业的就业人数占总就业人数的比重相当低，对就业的直接效应很小，但从动态角度来看，其发展变化的速度是非常迅速的。2003年外商投资企业的就业人数占总就业人数的比例是1985年的90多倍。
联合国贸易发展会议统计的跨国公司对全球就业量的影响，特别是我国国家统计局统计的外商直接投资对我国就业量的影响，首先是统计口径过大和过小。口径过大是指统计数据不仅包括了直接就业创造量，而且还包括了转移就业量，即原有企业转移到外资企业的就业量；口径过小是指统计数据没有包括外商直接投资的间接就业创造量，即外商直接投资拉动国内相关产业发展而产生的就业机会。其次是统计中没有减去就业损失。统计数据中没有剔除由于外商直接投资而产生的就业损失量和挤出量，如外资并购我国企业后的裁员、把我国企业排挤出市场造成的失业量等等。如果从现有统计数据中减去转移就业量、就业损失量以及就业挤出量，那么外商直接投资对我国就业的贡献绝对没有国家统计局统计的数字那样显著。可以说，现有研究成果的不足和统计资料的不完善，使外商直接投资对我国就业的影响不能客观、真实地反应出来。
二、外商直接投资对我国就业的影响：一个综合分析框架
外商直接投资对就业的影响是极其复杂的，因此只有构建一个综合分析框架，才能真实、客观反映外商直接投资对我国的就业影响。1.外商直接投资的就业创造效应。就业创造效应是指外商直接投资增加新的生产能力，增加就业人数（直接创造效应），或者带动了前后向及相关产业的发展，创造了新的就业岗位（间接创造效应）。
从直接就业创造效应来看，首先，直接就业创造效应与外商直接投资的方式有着一定的联系。一般来讲，外商直接投资主要采取两种方式进入我国：一种方式是并购，即通过收购或兼并的方式进入东道国；另一种方式是新建企业，称之为“绿地投资”，即在东道国新建企业（没有包括合资和合作企业，只指独资经营企业）。由于外商直接投资的方式不同，其对直接就业的创造效应也有所不同。新建企业可以直接增加生产能力，因此可以直接创造就业机会。由于外商直接投资进入我国主要采取了新建企业的方式，2002年外商新建企业投资金额占外商实际直接投资总额的60.15％以上，所以外商投资新建企业对我国的就业贡献较大。外商投资并购我国企业在短期内并不能形成新的生产能力，因而其在短期内不存在直接就业创造效应。其次，直接就业创造效应与外商直接投资来源结构和投资结构有着一定的相关性。有研究结果表明：国际直接投资对第一、二产业的就业起到了负面作用，而对第三产业起到了促进作用，由此可见，发达国家对我国就业的负面影响是很大的。
就外商直接投资的间接就业创造效应而言，无论是新建企业，还是并购企业在理论上来讲都是存在的。但是在实践中，由于外商直接投资企业对我国企业生产的投资品的购买有限，因此外商直接投资对我国与其相关的前后向产业及相关产业的拉动作用也极为有限，因而创造的就业机会也是有限的。由于缺乏这方面的统计数据，因此无法用精确的数据表现出这种外商直接投资的间接就业创造效应的强弱或大小程度。
2.外商直接投资的就业损失效应。就业损失效应主要是指外商直接投资并购我国企业后，在重新整合、重组的过程中，精简人员而导致的就业人员就业机会损失或丧失。从国外企业并购案例来看，这种就业损失效应不仅存在，而且是严重的。1998年，美国参与国内和跨国并购的公司裁员多达73000人，占美国当年失业人数的11％。
我国企业在长期计划经济体制下累积了大量的冗员，这些冗员有的以显性失业状态存在，有的以隐性失业状态存在。外商投资企业都是讲求效率的，所以并购我国企业后，不仅要把大量的冗员释放出来，而且由于外商投资企业对劳动者素质有较高的要求，还要把达不到这种要求的人员释放出来。另外，还由于岗位的压缩，编制的减少，使本来可以就业的人员也被释放出来，从而使他们失去就业岗位。因此外商投资并购我国企业后，就要把大量的闲置人员以及素质较低的人员以及必要的原本可以就业的一部分人员从原有的就业岗位上剔除出来，形成规模较大的就业损失效应。尽管没有这方面的统计数据，但是外商投资并购我国企业的案例并不少。此外，从外商投资并购我国企业投入的资金来看，尽管在2002年占投资总额的比重只有5％，但是它所形成的就业损失效应是不可低估的。因此，外商直接投资并购我国企业将会加剧我国的就业压力。
3.外商直接投资的就业挤出效应。就业挤出效应是指由于外商直接投资的进入，加剧了国内市场的竞争程度，为了和外商投资企业开展竞争，国内企业不得不减少就业人员，以提高效率和竞争力，或者由于外商投资企业的激烈竞争，使国内一些企业倒闭破产，从而导致许多就业者失去就业岗位。
众所周知，自改革开放以来，特别是社会主义市场经济体制目标确立以后，我国绝大多数企业提出了一个响亮的口号“减员增效”。这一口号的提出主要是为了适应不断加剧的市场竞争。我国市场竞争不断加剧，除了国内企业之间的竞争加剧外，更重要的是外商投资，特别是具有资金实力、技术实力的跨国公司的进入，使市场竞争更加激烈。为了应对外商投资进入后的激烈竞争，国内企业不得不以“减员”的方式来提高“效率”和增强竞争力。同时，为了和外商投资企业竞争，我国企业还可能对企业的原有设备和技术进行革新，这样也可能排挤出大量失业人员。同样，我国企业为了与外商投资企业竞争，投资的新项目一开始就采用新设备、新技术，这样的新项目所能吸纳的新增劳动力数量相对减少，所以投资扩张对解决下岗职工再就业的作用是微弱的。此外，那些经受不住外商投资企业竞争的国内企业可能停产、倒闭，也会产生大量的失业人口。
4.外商直接投资的就业转移效应。就业转移效应是指由于外商直接投资和我国企业的合资或合作，使那些停产和濒临倒闭的企业得以挽救，从而转移了从业人员的就业。大家知道，与外商合资或合作的国内企业绝大多数都是有一定“问题”的企业。如果没有外商的合资或合作，这些企业可能被市场淘汰，企业中的就业人员就可能转变为失业人口。正是因为外商的合资或合作没有使这些企业倒闭，从而使就业人员的就业机会得到了挽救。需要指出的是，外商直接投资挽救的就业人数是原有企业就业人员的一种转移，并不是新增加了这么多的就业人口。
三、外商直接投资对我国就业的影响：总体评价
综上所述可以看出，外商直接投资对我国就业的影响不仅具有积极的作用，而且也有破坏性作用。但长期以来，人们有意或无意地忽视了这种破坏性作用，以致于过高地估计了外商直接投资对我国就业的贡献，甚至出现了要把外商直接投资作为解决我国就业问题的主渠道的设想。那么应如何看待外商直接投资对我国就业的影响呢？
首先要肯定外商直接投资对我国就业的创造效应。改革开放20多年来，外商直接投资对我国的就业产生了一定的积极影响，特别是外商投资的劳动密集型产业对我国就业做出了更大的贡献，这是不可否认的。我们在肯定这种积极作用的同时，要正确看待其就业创造效应的积极影响，不能高估，否则必然会形成误导，并产生严重的后果。第一，正确看待官方公布的在外商投资企业的我国从业人数。从外商直接投资企业的我国从业人数的就业存量（总量）来看，据商务部有关官员称，到2003年在中国运营的外资企业达22万家，就业人员超过2350万人。但又有官员称，中国的外商直接投资存量被大大高估，因为我国利用外商直接投资存量中没有剔除外商投资企业终止运营和撤资等情况。那么终止运营和撤资的外商投资企业的我国从业人数依然包括在就业存量之中，因此在外商投资企业的我国从业人数存量就有可能被高估。另外，在这个就业存量中，包不包括上面我们提到的合资和合作企业的从业人数，如果包括，那么这个就业存量就更被大大高估了。如果这种高估存在的话，那么把外商直接投资作为解决我国就业问题的主渠道（因为从目前的情况来看，国有经济单位和城镇集体经济单位不仅没有吸纳就业的能力，反而不断向外排放失业人员，同时私营企业、个体经济单位由于发展中所面临的困难，如融资困难，限制了其生产能力的提高，因而所能提供的就业机会有限，但有潜力；而外商直接投资企业似乎略好一些）是非常危险的。第二，正确看待外商直接投资的间接就业创造效应。从理论上讲，间接就业创造效应是存在的，但在实践中并不一定是必然的。在我国的外商投资项目，一是集中在见效快、效益高的一些项目上，二是集中在高技术领域。无论是投资在哪个项目上，这些投资在国内的产业关联度都较低。因为外商投资，特别是跨国公司的投资，由于处于全球战略和利润共享的考虑，机器设备及原材料的采购、服务提供等绝大多数是在跨国公司内部进行的，因此对我国的相关产业的拉动作用是有限的，所创造的间接就业机会也是极其有限的。外商直接投资的间接就业创造效应并没有我们想象的那么大。
其次要正视外商直接投资对我国就业产生的负面影响。在充分肯定外商直接投资对我国就业做出了积极贡献的同时，我们还必须清醒地认识到外商直接投资对我国就业所产生的负面影响。指出这种负面影响，并不是对其积极影响的否定，相反，缺乏外商直接投资对我国就业的负面影响的深刻认识，只会对我国引进利用外商直接投资产生不利的影响。
尽管由于我国统计上的缺陷，无法通过一定的数据来说明外商直接投资并购我国企业释放出了多少失业人口，也无法通过一定的数据来说明由于外商直接投资的竞争，国内企业减少了多少就业人员以及国内企业停产或倒闭排挤出了多少失业人口，但是这种释放和排挤一定是存在的，而且其数量也是较大的。根据官方统计，到2001年底国有单位的职工人数从2000年底的8100万人减少到7640万人，2002年上半年又减少了120万人。2001年城镇集体企业的职工人数减少了210万，2002年上半年又减少了30万。到目前为止，国有经济单位和城镇集体经济单位的从业人员减少了6000多万。尽管这6000多万从业人口的减少不能完全说是由外商并购我国企业以及外商对我国企业的挤压所造成的，但是我们至少可以说其中有一半可能是由外商并购我国企业以及外商对我国企业的挤压所造成的。如果这种说法成立的话，它也远远大于目前在外资企业从业人数的2350万人（这个数字还可能存在被高估的情况）。因此我们不能低估外商直接投资对我国就业产生的这种负面影响，必须正视这种情况。
从外商直接投资对我国就业的总体影响来讲，究竟是积极效应大，还是负面效应大，在统计数据不健全的情况下，我们难以从理论上做出一个定性的判断。但有学者对这一问题进行了尝试性的实证分析，得出了一个总体结论，即对国际直接投资和我国就业量之间关系作了回归分析，结果发现：国际直接投资对第一、二产业的就业起到了负面作用，而对第三产业起到了促进作用，而综合影响为负。也就是说，欧、美、日等发达地区和发达国家的直接投资对我国就业的影响是负面影响大于积极影响。也许这种分析具有某种缺陷，但也的确提出了一个重要问题：现在应该是我们正视和研究外商直接投资对我国就业所产生的负面影响的时候了。
四、调整优化外商直接投资政策：政府的选择
从国家有关统计资料来看，在改革开放初期，外商直接投资所产生的就业创造效应是比较明显的，但是随着经济结构的调整，外商直接投资所吸纳的我国从业人数的增幅却大体呈下降的态势。所以，外商直接投资对我国就业增加的影响只是一种短期效应。从长期来讲，今后在增加和扩大就业方面，最为重要的是重塑外商直接投资与内资之间的关系，确立外商直接投资与内资在增加和扩大就业中的地位与作用。要充分发挥外商直接投资促进内资积累、强化内资增加就业的功能，建立以外商直接投资带动就业为辅助，以内资拉动就业为主渠道的就业模式。这应该是政府的第一选择。政府的选择对我国今后几年缓解就业压力具有举足轻重和非常现实的意义。依据外商直接投资对我国就业的影响以及我国目前面临的巨大就业压力，建议搞好以下几点政策调整。
1.坚持以劳动密集型产业、技术密集型产业利用外资并重，以劳动密集型扩大就业，以资本、技术密集型优化就业结构的政策。近一段时期以来我国引资政策似乎出现了一个明显的变化，就是大力倡导引进西方发达国家的外商直接投资，特别是跨国公司的投资。在这一政策的支持下，尽管劳动密集型产业的外商直接投资仍然占较大比重，但是资本、技术密集型产业的外商直接投资快速增加。据统计，截至目前，世界500家最大的跨国公司中已有400家登陆中国。这些跨国公司的投资大多分布于资本、技术密集型行业。虽然跨国公司的资本和技术密集型产业的投资有利于我国经济结构的改善，但它所创造的就业岗位是有限的，而且对劳动者素质具有较高的要求。但这对于优化我国就业结构具有重要意义。从扩大就业角度来讲，今后我国应继续把劳动密集型产业以及第三产业作为利用外商直接投资的重要领域以及今后政府政策的重点。
2.鼓励和支持外商直接投资企业采购和使用国内企业生产的投资品，提高外商直接投资的利用率，扩大外商直接投资的间接就业创造效应，从而扩大就业规模。由于外商直接投资企业、特别是跨国公司企业的内部购买投资品的原则，大大降低了外商直接投资的利用率，对国内与之相关的产业的带动作用极为有限，未能提供相当的就业机会。针对此种情况，我国政府应采取相应措施鼓励和支持外商投资企业采购和使用国内企业生产的投资品，进而拉动国内相关产业的发展，扩大就业规模。
3.限制外商直接投资进入饱和市场，减轻对国内企业的竞争，以减少国内企业的失业排放量。限制外商直接投资进入国内已经饱和的市场及与国内企业具有明显竞争关系的领域，可以减轻对内资企业的竞争挤压，降低对内资企业增加就业的负面影响。一般而言，外商直接投资企业与国内企业相比具有明显的资本和技术优势，而且也具有较强的竞争优势。为了和外商投资企业相抗衡，国内企业不得不在资本和技术上进行追赶，从而不断使国内企业资本和技术深化的步伐加快。国内企业资本和技术的不断深化的必然结果就是不断向外释放失业人口。更为严重的是，在饱和的市场中，无力与外商直接投资企业竞争的国内企业不得不被迫退出市场，从而造成更多的失业人口。
4.真正落实国民待遇原则，充分发挥国内企业就业的主渠道作用。由于外商直接投资和内资所享有的不平等待遇，阻碍了外商直接投资企业与国内企业的公平竞争，使得国内企业只能采取不断减少就业人口的方式提高自己的竞争能力，这对于缓解我国就业压力有百害而无一利。因此我国应依据WTO等国际经济组织的有关规则，对外商直接投资尽快落实国民待遇原则，这样做的最大好处就是为国内企业提供公平的竞争机会，加速国内企业，特别是中小企业的资本形成和积累能力，从而发挥国内企业就业的主渠道作用，扩大对失业人口的吸纳能力。
参考文献：
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[3]黄为民。外商直接投资对我国宏观经济影响的实证分析。经济评论。2000（6）
